نقش ادوار تجاری در تعیین مقدار ضریب فزاینده سیاست مالی (با تاکید بر مالیات‌های مستقیم و غیرمستقیم) مطالعه موردی اقتصاد ایران

اقتصاد مالی

دوره 17، شماره 63، تیر 1402، صفحه 117-138   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/fed.2023.702187

نویسندگان

یوسف مرادی¹؛ کیومرث شهبازی^{* 2}؛ سلیمان فیضی ینگجه³

¹گروه مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران

²استاد گروه اقتصاد دانشکده اقتصاد و مدیریت دانشگاه ارومیه،ارومیه ،ایران

³گروه مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران.

چکیده

چکیده
هدف مطالعه حاضر بررسی تأثیر سیاست مالی بر رشد اقتصادی و برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری است. بدین منظور از داده­های فصلی اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1372 تا 1397 استفاده‌شده است. جهت برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی از سه روش، 1- مدل­های خودرگرسیون برداری مبتنی بر روش بلانچارد و پروتی 2002، 2- روش مبتنی بر رگرسیون معرفی شده توسط هال 2009 و 3- مدل­های تعادل عمومی پویای تصادفی استفاده می­شود. در مطالعه حاضر از روش دوم و از الگوی چرخشی مارکوف که مبتنی بر روش رگرسیون می­باشد، استفاده شده است تا ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری محاسبه‌ شود. لذا با تصریح پنج الگوی متفاوت نشان داده شد که مالیات­های مستقیم نسبت به مالیات­های غیرمستقیم در اثرگذاری بر رشد اقتصادی بهتر عمل می­کنند. همچنین در بین سه ابزار سیاست مالی، بزرگ‌ترین ضریب فزاینده در دوره رکود مربوط به مخارج دولت و در دوره رونق مربوط به مالیات­های مستقیم است. از سویی بسته سیاست مالی دولت که حاوی مخارج دولت و مالیات­های غیرمستقیم باشد نسبت به بسته­ای که حاوی مخارج و مالیات­های مستقیم باشد در اثرگذاری بر رشد اقتصادی بهتر عمل می­کند. 

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: ضریب فزاینده سیاست مالی؛ مالیات مستقیم؛ رشد اقتصادی؛ مخارج دولت. طبقه بندی JEL : H50؛ H21؛ P44

اصل مقاله

نقش ادوار تجاری در تعیین مقدار ضریب فزاینده سیاست مالی

(با تاکید بر مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم)

مطالعه موردی اقتصاد ایران

 

تاریخ دریافت: 12/01/1402                  تاریخ پذیرش: 18/03/1402

یوسف مرادی[1] کیومرث شهبازی*[2] سلیمان فیضی گنجه[3]

 

 

چکیده

هدف مطالعه حاضر بررسی تأثیر سیاست مالی بر رشد اقتصادی و برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری است. بدین منظور از داده­های فصلی اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1372 تا 1397 استفاده‌شده است. جهت برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی از سه روش، 1- مدل­های خودرگرسیون برداری مبتنی بر روش بلانچارد و پروتی 2002، 2- روش مبتنی بر رگرسیون معرفی شده توسط هال 2009 و 3- مدل­های تعادل عمومی پویای تصادفی استفاده می­شود. در مطالعه حاضر از روش دوم و از الگوی چرخشی مارکوف که مبتنی بر روش رگرسیون می­باشد، استفاده شده است تا ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری محاسبه‌ شود. لذا با تصریح پنج الگوی متفاوت نشان داده شد که مالیات­های مستقیم نسبت به مالیات­های غیرمستقیم در اثرگذاری بر رشد اقتصادی بهتر عمل می­کنند. همچنین در بین سه ابزار سیاست مالی، بزرگ‌ترین ضریب فزاینده در دوره رکود مربوط به مخارج دولت و در دوره رونق مربوط به مالیات­های مستقیم است. از سویی بسته سیاست مالی دولت که حاوی مخارج دولت و مالیات­های غیرمستقیم باشد نسبت به بسته­ای که حاوی مخارج و مالیات­های مستقیم باشد در اثرگذاری بر رشد اقتصادی بهتر عمل می­کند.

واژه‌های کلیدی: ضریب فزاینده سیاست مالی، مالیات مستقیم، رشد اقتصادی، مخارج دولت.

طبقه بندی JEL : H50، H21، P44

 

1- مقدمه

سیاست مالی به عنوان ابزار مهم دولت جهت اجرای سیاست­های تثبیتی همواره جزء مباحث پرمناقشه در بین اقتصاددانان و پژوهشگران بوده است. کینزین­ها و کینزین­های جدید به عنوان طرفداران اصلی سیاست­های مالی دولت، معتقد به استفاده از مخارج دولت و مالیات­ها جهت تحریک تولید ناخالص داخلی هستند. با این حال در دیدگاه سایر مکاتب یا جایی برای سیاست مالی نیست و یا موانع زیادی جهت اثرگذاری آن وجود دارد (چبی[4]، 2017، 1). با همه انتقاد­هایی که به مکتب کینزین­ها بوده و هست، شواهد تجربی در گذر از بحران جهانی 1929 و کم رنگ شدن سیاست­های پولی جهت عبور از بحران مالی 2007-2008 نقش سیاست مالی را به عنوان یک ابزار قدرتمند دولت جهت تثبیت اقتصادی پررنگ­تر کرد (قانتر و همکاران^[5]، 2021، 2). با این حال سیاست مالی از طریق ضریب فزاینده، تولید و اشتغال را تحت تأثیر قرار می­دهد. اما ضریب فزاینده سیاست مالی تحت تأثیر عوامل مختلف است. به‌طور مثال ادوار تجاری یکی از مهم‌ترین فاکتورها در تعیین اندازه و نقش سیاست مالی در اقتصاد است. نتایج مطالعات تجربی و نظری در این حوزه حاکی است از آن است که با وقوع رکود و رونق اقتصادی، نحوه اثرگذاری سیاست مالی بر تولید هم‌تغییر می­کند (هوری[6]، 2016، 60 و قچرت و منتقس[7]، 2018، 2636 ). اقتصاد ایران یک اقتصاد متکی به نفت می­باشد که در سال­های اخیر نیز شدیداً با تحریم­های اقتصادی مواجه شده است. این موضوع منجر به این شده است که دولت به جای منابع نفتی به دنبال یک منبع درآمدی دیگر جهت پر کردن این شکاف باشد. لذا نقش مالیات­ها در اقتصاد ایران از هر زمان دیگری پررنگ­تر شده است (مکیان و همکاران، 1398، 2). لذا یک ضرورت است که به بررسی نحوه اثرگذاری مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم بر رشد اقتصادی با هدف برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری پرداخته شود.

در ادامه این مقاله در بخش دوم، مروری بر مبانی نظری مرتبط با ضریب فزاینده سیاست مالی در شرایط ادوار تجاری و پیشینه مطالعات تجربی، بخـش سوم، معرفی روش تحقیق، الگو، متغیرها و داده­های مورد استفاده، بخش چهارم، نتایج تجربی پژوهش و در بخش پنجم، نتیجه‌گیری و پیشنهادات پژوهشی ارائه خواهدد شد.

 

2- ادبیات تحقیق

1-2- مبانی نظری

سیاست مالی از طریق ضریب فزاینده تولید و اشتغال را تحت تأثیر قرار می­دهد، لذا جهت بررسی چگونگی تغییر اثر سیاست مالی طی ادوار تجاری به بررسی عواملی که در تعیین اندازه و مقدار ضریب فزاینده سیاست مالی نقش دارند، پرداخته می­شود. در حالت کلی ضریب فزاینده سیاست مالی در مدل درآمد مخارج کینز به صورت زیر است.

                                                          (1)

در رابطه بالا،  ضریب فزاینده سیاست مالی،  میل نهایی به مصرف و  میل نهایی به واردات است. طبق رابطه بالا، اثر سیاست مالی تحت تأثیر دو فاکتور یعنی میل نهایی به واردات و میل نهایی به مصرف است. لذا جهت بررسی این موضوع که در طی ادوار تجاری، اثر سیاست مالی چگونه تغییر می­کند، بایستی به نحوه تغییر میل نهایی به مصرف و واردات طی ادوار تجاری پرداخت که در ادامه توضیح داده می­شود^[8].

2-1- 1- میل نهایی به واردات

رابطه زیر نشان دهنده تقاضای کل اقتصاد است. با فرض اینکه مصرف کل و واردات، صرفاً تابعی از تولید است و ازآنجا که در تعادل، تولید برابر تقاضا می باشد، رابطه زیر برقرار خواهد بود.

                                                    (2)

 

در رابطه بالا،  تقاضای کل اقتصاد،  مصرف کل اقتصاد، ، سرمایه‌گذاری، ، مخارج دولت و  میل نهایی به واردات است.

این در حالی است که واردات به چهار قسمت تقسیم می­شود. به نحوی که بخشی از واردات به مصرف، سرمایه­گذاری، مخارج دولت و نهایتاً صادرات تخصیص داده می­شود. براین اساس میل نهایی به واردات به صورت زیر قابل تعریف است.

                  (3)                                   

 

در رابطه بالا ، واردات کالاهای مصرفی،  واردات کالاهای سرمایه­ای، وارداتی که توسط دولت انجام می­شود و وارداتی که متضمن صادرات است. حال رابطه شماره 3 به صورت زیر بازنویسی می­شود.

                                                    (4)

                                                (5)

 

بوسی­یر و همکاران^[9] 2013، با برآورد هر چهار پارامتر بالا ، واردات کالاهای مصرفی،  واردات کالاهای سرمایه­ای، وارداتی که توسط دولت انجام می­شود و وارداتی که متضمن صادرات است، به رابطه زیر دست یافتند.

                                        (6)

 

طبق رابطه بالا، واردات کالاهای سرمایه­ای و وارداتی که متضمن صادرات است، بیشترین قسمت واردات را به خود اختصاص داده­اند. لذا بایستی به نحوه رفتار واردات کالاهای سرمایه­ای و صادراتی در طی ادوار تجاری پرداخت.

 

2-1-1-1- بررسی رفتار

در دوره رونق افزایش سرمایه‌گذاری بیشتر از افزایش تولید است پس نسبت سرمایه‌گذاری به تولید افزایش می‌یابد، لذا میل نهایی به واردات افزایش می­یابد، با افزایش میل نهایی به واردات، ضریب فزاینده سیاست مالی کاهش می­یابد. در دوره رکود کاهش سرمایه‌گذاری بیشتر از کاهش تولید است پس نسبت سرمایه‌گذاری به تولید کاهش می‌یابد و میل نهایی به واردات کاهش می­یابد، با کاهش میل نهایی به واردات، ضریب فزاینده سیاست مالی افزایش می‌یابد.

 

2-1-1-2- بررسی رفتار

بررسی رفتار این متغیر حاکی از آن است که به احتمال زیاد، صادرات طی دوره رکود کاهش یابد، با کاهش صادرات، متغیر  که نشان دهنده نشتی واردات به سمت صادرات و یا مقداری از واردات که متضمن صادرات است، کاهش یابد.

 

2-1-1-3- جمع‌بندی کلی از نحوه رفتار  و  طی ادوار تجاری

روابط شماره 3 تا 5 نشان داد که میل نهایی به واردات از چهار قسمت به ترتیب میل نهایی واردات کالاهای مصرفی، میل نهایی به کالاهای سرمایه­گذاری، میل نهایی به واردات کالاها توسط دولت و میل نهایی واردات که متضمن صادرات است تشکیل‌شده است. از سویی تحقیقات بوسی­یر و همکاران 2013 نشان داد که میل نهایی به واردات بیشتر تحت تأثیر نشتی واردات به سرمایه‌گذاری و صادرات است. لذا رفتار این دو متغیر تعیین‌کننده میل نهایی به واردات و ضریب فزاینده خواهد بود. با توجه به توضیحات ارائه شده در قسمت بالا که در دوره رکود، میل نهایی واردات به کالاهای سرمایه­ای و میل نهایی واردات که به صادرات نشت پیدا می­کند، کاهش می­یابد، لذا با کاهش این دو پارامتر، میل نهایی به واردات کاهش و ضریب فزاینده سیاست مالی طی دوره رکود افزایش می­یابد.

 

2-1- 2- میل نهایی به مصرف

با وقوع  بحران 2007-2008 مشخص شد که میل نهایی به مصرف در برخی کشورها افزایش و برخی دیگر کاهشی و برخی دیگر تقریباً ثابت بوده است. در کشورهای فرانسه، ایتالیا و آلمان میل نهایی به مصرف در سال اول به‌شدت افزایش یافت، اما بعد از ادامه رکود در سال­های بعد، میل نهایی به مصرف کاهش یافت. همچنین در کشورهای اسپانیا، دانمارک و ایسلند، میل نهایی به مصرف به‌شدت کاهش یافت و در آمریکا  و انگلستان طی دوره رکود نیز تقریباً ثابت ماند. طبق دیدگاه نظری نیز نحوه تغییر میل نهایی به مصرف دقیقاً مشخص نیست و با لحاظ درآمد افراد فقیر و ثروتمند، محیط و شرایط سازمانی (دولت رفاه)، عادت­های رفتاری و انتظارات مصرف­کنندگان می­تواند در شرایط رکود و رونق تغییر کند.

 

2-1-3- جمع بند کلی از رفتار ضریب فزاینده سیاست مالی طی ادوار تجاری با تأکید بر رفتار میل نهایی به مصرف و میل نهایی به واردات

در یک جمع‌بندی کلی بایستی عنوان کرد که نحوه رفتار و تغییر میل نهایی به مصرف طی ادوار تجاری دقیقاً مشخص نیست. اما چنان­چه در قسمت­های قبلی نیز عنوان شد، میل نهایی به واردات تحت تأثیر نشتی واردات به سرمایه­گذاری و صادرات است و این درحالی است که با وقوع رکود، میل نهایی به واردات کالاهای سرمایه­ای و صادراتی کاهش می­یابد  و کاهش هردو نیز منجر به کاهش میل نهایی به واردات و افزایش ضریب فزاینده سیاست مالی می­شود. از سویی شواهد تجربی از بحران اقتصادی 2007-2008، حاکی از این موضوع دارد که میل نهایی به واردات تقریباً 85 درصد رشد ضریب فزاینده و میل نهایی به مصرف تقریباً 15 درصد رشد ضریب فزاینده سیاست مالی را توضیح می­دهد. لذا بایستی با توجه به اهمیت و وزن بیشتر میل نهایی به واردات در اثرگذاری بر ضریب فزاینده سیاست مالی، انتظار بزرگ‌تر شدن ضریب مذکور را در رکود داشت. لازم به ذکر است که مقدار ضریب فزاینده سیاست مالی بستگی به‌اندازه کشور، وضعیت اقتصادی، میزان اولیه پس­انداز و ... دارد.

 

2-1-4- کانال­های اثرگذاری شوک­های مخارج دولت بر تولید ناخالص داخلی

سه دیدگاه کلی در ارتباط با نحوه اثرگذاری شوک­های سیاست مالی بر تولید ناخالص داخلی وجود دارد.

1- در دیدگاه و کانال کینزی به علت بالا بودن میل نهایی به مصرف، افزایش مخارج دولت و یا کاهش مالیات­ها و یا افزایش کسری بودجه منجر به افزایش درآمد ملی و درآمد قابل‌تصرف خواهد شد، مصرف که تابعی از درآمد قابل‌تصرف است، افزایش خواهد یافت و سرمایه­گذاری نیز طبق اصل شتاب افزایش خواهد یافت. لذا در یک جمع‌بندی کلی افزایش کسری بودجه ناشی از افزایش مخارج دولت و یا کاهش مالیات­ها منجر به افزایش تولید، مصرف و سرمایه­گذاری خواهد شد (ایزدخواستی و عرب­مازار، 1395، 16).

2- طبق دیدگاه نئوکلاسیکی دولت چنان­چه مخارج دولت را افزایش دهد، جهت پوشش این کسری بودجه از مالیات­های یک جا استفاده خواهد کرد، لذا ارزش حال درآمد مصرف‌کنندگان بعد از کسر مالیات کاهش خواهد یافت، لذا ثروت افراد کاهش خواهد یافت و ازآنجا که مصرف تابعی از ثروت است، لذا مصرف بخش خصوصی نیز کاهش خواهد یافت. البته از طریق دو کانال (کانال درآمدی و کانال ساعات کاری) اثر ثروت کاهش می­یابد و اثر منفی افزایش مخارج دولت بر مصرف بخش خصوصی کاهش می­یابد(صمدی و اوجی­مهر، 1393-135-136).

3- دیدگاه ریکاردویی معتقد به بی اثر بودن سیاست مالی در تحریک مصرف و تولید است، پایه نظری این دیدگاه متکی به عقلایی بودن افراد، آینده نگر بودن عوامل اقتصادی و عدم توهم پولی است. به نحوی که افراد به راحتی افزایش و کاهش مالیات­ها و مخارج دولت را وارد تابع ثروت و مصرف خود نمی­کنند، چون معتقد هستند که کسری بودجه­ای که توسط اوراق قرضه تأمین شود، این اوراق قرضه به منزله ثروت نیست بلکه پس اندازی جهت پرداخت مالیات­های بیشتر در آینده است. لذا براساس این تحلیل، سیاست مالی بایستی مستقل از ادوار تجاری (نه موافق ادوار و نه ضد ادواری تجاری) اعمال شود، زیرا سیاست مالی نقشی در تثبیت اقتصادی و کاهش نوسانات ندارد. (صمدی و اوجی­مهر، 1390، 55-56)

2-2- مروری بر مطالعات پیشین و تشریح نوآوری مطالعه حاضر

1-2-2- مطالعات خارجی

بااوم و همکاران^[10] (2012) به بررسی اثرات شوک­های مخارج و درآمدهای دولت بر تولید ناخالص داخلی با هدف برآورد ضریب فزاینده شوک­های مثبت و منفی مخارج دولت و مالیات طی ادوار تجاری پرداخته­اند. محققین جهت نیل به این هدف از داده‌های کشور کانادا، فرانسه، آلمان، ژاپن، انگلستان و آمریکا و مدل خودرگرسیون برداری آستانه­ای استفاده کرده­اند. نتایج مطالعه مذکور نشان داد که  ضریب فزاینده مخارج دولت و مالیات با توجه به ساختار هر اقتصاد متفاوت است.

آرین و همکاران^[11] (2015) به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در آمریکا با استفاده از الگو­ی چرخشی مارکوف پرداخته­اند. لذا محققین با به کارگیری داده­های فصلی اقتصاد آمریکا طی دوره زمانی 1949 تا 2006 و با در نظر گرفتن متغیرهای مخارج دفاعی دولت، مالیات، تولید ناخالص داخلی به برآورد ضریب فزاینده غیرخطی سیاست مالی پرداخته­اند. محققین ضریب فزاینده مخارج دفاعی دولت را در دوره رکود و رونق به ترتیب برابر با 90/2 و 131/0 و برای مالیات در دوره رکود و رونق به ترتیب برابر با 194/0- و 663/0- برآورد نمودند.

باران­آوسکی و همکاران^[12] (2016) به بررسی اثر شوک­های مخارج دولت و مالیات در کشورهای اروپایی شرقی و مرکزی پرداخته­اند. محققین جهت نیل به این هدف از داده­های فصلی کشورهای مذکور طی دوره زمانی 2000 تا 2008 و مدل خودرگرسیون برداری ساختاری استفاده کرده­اند. محققین به این نتیجه دست یافتند که شوک مخارج دولت در دوره رونق تأثیر منفی بر تولید ناخالص داخلی دارد و اثر این شوک در دوره رکود بر تولید مثبت است.

بیولسی^[13] (2017) به بررسی اثر شوک­های مخارج دولت و مالیات در کشورهای آمریکا و کانادا پرداخته­ است. محقق جهت نیل به این هدف از داده­های فصلی کشورهای مذکور طی دوره زمانی 1947 تا 2013 و مدل خودرگرسیون برداری آستانه­ای استفاده کرده­ است. محقق به این نتیجه دست یافت که ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم بالا (نرخ بیکاری بیشتر از مقدار حد آستانه) بزرگ‌تر از رژیم پایین (نرخ بیکاری کمتر از مقدار حد آستانه) است.

بییر و میلیووجویج^[14] (2020) به بررسی نحوه اثرگذاری شوک­های مخارج دولت و مالیات بر تولید ناخالص داخلی پرداخته­اند که بدین منظور از الگو­ی خودرگرسیون برداری ساختاری تابلویی و داده­های کشورهای بنگلادش، سریلانکا، هند، نپال، پاکستان و بوتان طی دوره 1990 تا 2017 استفاده نموده­اند. محققین به این نتیجه دست یافتند که در کشورهای مذکور ضریب فزاینده آنی و تجمعی مخارج جاری دولت به ترتیب برابر با 08/0 و 13/0 و این مقدار برای مخارج عمرانی دولت برابر با 87/0 و 27/1 است. همچنین ضریب فزاینده مالیات منفی و در بیشترین مقدار خود به 4/0- رسیده است.

دبوکه گونزالز^[15] (2021) به بررسی نقش سرریز­های بین استانی در تعیین اندازه ضریب فزاینده سیاست مالی پرداخته­ است. محقق جهت نیل به این هدف از داده­های 16 استان کشور فیلیپین و مدل داده­های تابلویی استفاده کرده­ است. محقق به این نتیجه دست یافت که در مدل­های مختلف با لحاظ اثرات مقطعی و زمانی، ضریب فزاینده مخارج دولت در بیشترین مقدار خود 20/1 است، همچنین ضریب فزاینده مخارج کلی دولت، مخارج مصرفی و مخارج عمرانی دولت به ترتیب برابر با 91/1، 26/4 و 44/11 است.

قانتر و همکاران (2021) به برآورد ضریب فزاینده نرخ مالیات بر ارزش افزوده پرداخته­اند. محققین جهت نیل به این هدف از داده­های 51 کشور مختلف جهان شامل 21 کشور صنعتی و 30 کشور در حال توسعه و مدل خودرگرسیون برداری تابلوی طی دوره زمانی 1970 تا 2014 استفاده کرده­­اند. محققین به این نتیجه دست یافتند که ضریب فزاینده نرخ مالیات بر ارزش افزوده منفی و در ابتدا مقدار 1/1- و بعد از گذشت 8 دوره به مقدار 7/2- می­رسد.

 

2-2-2- مطالعات داخلی

جعفری صمیمی و همکاران (1392) به بررسی اثربخشی ابزارهای سیاست مالی در استان­های اقتصاد ایران پرداخته­اند. محققین جهت نیل به این هدف به مدل گشتاورهای تعمیم یافته سیستمی متوسل شده­اند. دوره زمانی مورد استفاده در مطالعه مذکور داده­های 28 استان از سال 1379 تا 1387 می­باشد. نتایج مطالعه مذکور نشان داد که ضریب فزاینده مخارج کل دولت در کوتاه­مدت و بلندمدت به ترتیب برابر با 63/0 و 11/2 و این مقدار برای مالیات در کوتاه­مدت و بلندمدت به ترتیب برابر با 44/0- و 48/1-  است.

حیدری و سعید پور (1393) به تجزیه‌وتحلیل تأثیر شوک­های سیاست مالی و ضریب فزاینده سیاست در اقتصاد ایران پرداخته­اند. محققین جهت نیل به این هدف به الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی در چارچوب مدل کینزین­های جدید متوسل شده­اند. ضریب فزاینده مخارج دولت در کوتاه­مدت و بلندمدت برابر با 29/1 و 09/0 و ضریب فزاینده مالیات بر فروش در کوتاه­مدت و بلندمدت برابر با 22/0 و 16/0 و ضریب فزاینده مالیات بر مصرف نیز در کوتاه­مدت و بلندمدت برابر با 40/0 و 03/0 برآورد گردیده است.

عزتی شورگلی و صحرایی (1397) به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران طی ادوار اعتباری و نقش اعتبارات بانکی در نحوه اثرگذاری سیاست مالی در اقتصاد ایران با به‌کارگیری الگوی خودرگرسیون برداری آستانه­ای پرداخته‌اند. محققین با استفاده داده­های فصلی اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1369 تا 1397 نشان دادند که ضریب فزاینده تجمعی تا 20 فصل برای مخارج دولت طی دوره رکود و رونق اعتباری به ترتیب برابر با 603/0 و 242/0 است، این مقدار برای مالیات طی دوره رکود و رونق اعتباری به ترتیب برابر با 156/0- و 295/0- است.

مهدیزاده و همکاران (1397) به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران با تأکید بر نحوه خرج کرد درآمدهای نفتی با به‌کارگیری الگوی تعادل عمومی پویای تصادفی پرداخته‌اند. محققین با استفاده داده­های اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1365 تا 1395 نشان دادند که ضریب فزاینده مخارج عمرانی بزرگ‌تر از ضریب فزاینده مخارج جاری است.

حسین­پور و همکاران (1398) به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران و کشورهای خاورمیانه و شمال آفریقا (منا) با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری برای اقتصاد ایران و الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی برای اقتصاد کشورهای منا پرداخته­اند. نتایج تخمین مدل برای اقتصاد ایران نشان داد که ضریب فزاینده آنی برای مخارج دولت، مالیات و پرداخت­های انتقالی به ترتیب برابر با 002/0، 004/0- و 005/0 است. ضریب فزاینده تجمعی (و یا ضریب فزاینده بلندمدت) برای مخارج دولت، مالیات و پرداخت­های انتقالی به ترتیب برابر 035/0، 08/0 و 06/0 است.

خداویسی و عزتی شورگلی (1398) به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران با استفاده از الگو­های خودرگرسیون برداری ساختاری و چرخشی مارکوف پرداخته­اند. لذا محققین با به کارگیری داده­های فصلی اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1369 تا 1396 و با در نظر گرفتن متغیرهای مخارج دولت، مالیات، تولید ناخالص داخلی ابتدا بر پایه روش بلانچارد و پروتی 2002 و سپس روش هال 2009 به ترتیب به برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی به صورت خطی و غیرخطی پرداخته­اند. نتایج مطالعه مذکور نشان داد که  ضریب فزاینده مخارج دولت در دوره رکود برابر با 828/0 و بزرگ‌تر از دوره رونق (108/0) است و این موضوع برای متغیر مالیات نیز برعکس می­باشد به نحوی که ضریب فزاینده مالیات در دوره رونق برابر با 194/0- و بزرگ‌تر از دوره رکود (092/0-) است

عزتی شورگلی و همکاران (1400) با استفاده از داده­های فصلی اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1369 الی 1396 و با به کارگیری الگوی خودرگرسیون برداری آستانه­ای برای اقتصاد ایران نشان دادند که ضریب فزاینده مخارج جاری و عمرانی در دوره رکود (به ترتیب برابر با 608/0 و 224/0) بزرگ‌تر از دوره رونق (به ترتیب برابر با 412/0 و 169/0) است. این درحالی است که ضریب فزاینده کل درآمدهای مالیاتی دولت در دوره رونق (109/0-) بزرگ­تر از دوره رکود (094/0-) است.

 

3-2-2- جمع­بندی مطالعات و تشریح نوآوری مطالعه حاضر

ضریب فزاینده سیاست مالی تحت تأثیر عوامل مختلفی است، اما در حالت ساده و اولیه، این ضریب تحت تأثیر میل نهایی به مصرف و واردات است، شواهد نظری و تجربی حاکی از آن است که با وقوع ادوار تجاری میل نهایی به مصرف و واردات تغییر می­کند و با تغییرشان، ضریب فزاینده سیاست مالی نیز تغییر می­کند. نقش سیاست مالی در اقتصاد تحت تأثیر عوامل مختلفی است. اما آنچه در سال­های اخیر نظر محققان و اقتصاددانان را به خود جلب کرده است، تغییر نقش سیاست مالی طی ادوار تجاری و اعتباری است. در حوزه نحوه تأثیرگذاری سیاست مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی بالأخص؛ رشد اقتصادی مطالعات مختلفی انجام شده است. با این حال در سال­های اخیر، محققان حوزه مطالعاتی خود در زمینه سیاست­های مالی را معطوف به شرایط مختلف اقتصادی نمودند و هریک به‌نوعی نشان دادند که نقش سیاست مالی در شرایط مختلف اقتصادی (ادوار تجاری و اعتباری، شرایط تورمی، درجه باز بودن اقتصادی، رژیم نرخ ارز و ...) می­تواند تغییر یابد. این ایده منجر به ایجاد طیف جدیدی از مطالعات گردید که به دنبال بررسی نحوه تأثیر سیاست مالی مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی در شرایط مختلف اقتصادی شدند. آنچه مطالعه حاضر را با سایر مطالعات متمایز می­کند، تفکیک مالیات، به انواع مستقیم و غیرمستقیم است. ازآنجا که نحوه اثرگذاری این دو نوع از مالیات­ها باهم متفاوت است، لذا در مطالعه حاضر با جداسازی مالیات­ها به انواع مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم، نحوه تأثیر مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم دولت بر رشد اقتصادی طی دوره­های رکود و رونق براساس روش هال 2009 و در قالب مدل چرخشی مارکوف بررسی خواهد شد. تفکیک درآمدهای مالیاتی دولت به انواع مستقیم و غیرمستقیم و بررسی نحوه تأثیرگذاری هریک بر رشد اقتصادی طی ادوار تجاری موضوعی است که طبق بررسی­های به‌عمل‌آمده در ایران مورد بررسی قرار نگرفته است، لذا نوآوری مطالعه حاضر نیز براین اساس است.

 

3- روش­شناسی تحقیق و معرفی الگو و داده­های مورد استفاده

1-3- الگوی چرخشی مارکوف

فرم اولیه و کلی مدل چرخشی مارکوف که در مطالعات کلمنت و کرولزیک^[16](2002) و کالوگنی و مانرا^[17] (2009) نیز بدان اشاره شده است، در قالب یک مدل خودرگرسیون با وقفه­های توزیعی که اجزاء مختلف آن تابعی از رژیم­ها است به صورت رابطه زیر می­باشد.

        (7)                 

 

در الگوی معرفی شده در بالا  متغیر وابسته ،  متغیر مستقل،  عرض از مبدأ و  جزء اخلال مدل است. یک ویژگی منحصر به فرد الگوی چرخشی مارکوف این است که این قابلیت را دارد که تمامی اجزاء سمت راست رابطه بالا تابعی از متغیر تغییر رژیم  باشد. جهت نشان دادن این که کدام قسمت مدل تابعی از رژیم است از حروف اختصاری به ترتیب زیر استفاده می­شود.

1-   چنان­چه عرض از مبدأ تابعی از متغیر پنهان و رژیم­های مدل باشد از نماد  استفاده می­شود. 2 -  چنان­چه ضرایب خود رگرسیون تابعی از متغیر پنهان و رژیم­های مدل باشد از نماد  استفاده می­شود. 3-  اگر واریانس تابعی از متغیر پنهان و رژیم­های مدل باشد از نماد  استفاده می­شود. 4- اگر میانگین متغیر وابسته تابعی از متغیر پنهان و رژیم­های مدل باشد از نماد  استفاده می­شود.

                                                          (8)

 

برای نشان دادن تعداد رژیم‌ها از نماد  استفاده می‌شود. لذا یک مدل با تعداد  رژیم و تعداد  وقفه خودرگرسیون و تعداد  وقفه متغیر توضیحی با نماد  نشان داده می­شود. با ترکیب حالات مختلف مدل چرخشی مارکوف مدل­های مختلفی از الگوی چرخشی مارکوف پدید می­آید (کازرونی و همکاران، 1390، 163-164).

 

2-3- روش معرفی شده توسط هال 2009 و توسعه آن در قالب چرخشی مارکوف

هال 2009 معادله رگرسیونی زیر را جهت برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی معرفی کرد که اولاً روش تخمین آن براساس یک معادله رگرسیونی است و همچنین روش تخمین و نحوه برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در این روش بسیار آسان است.

                                                                       (9)

 

در معادله بالا  تولید ناخالص داخلی،  مخارج دولت،   نیز جزء ثابت مدل و  نیز ضریب فزاینده مخارج دولت است.

لذا بر اساس مطالعات هال 2009، آرین و همکاران 2015 و خداویسی و عزتی 1398 و طبق توضیحات ارائه شده در قسمت بالا برای مدل­های چرخشی مارکوف، الگوی مورد استفاده در تحقیق حاضر طبق روش هال 2009 و الگوهای چرخشی مارکوف به صورت زیر تصریح می­شوند.

                      (10)            

 

حالت کلی معادله مورد استفاده در تحقیق حاضر جهت برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در قالب مدل چرخشی مارکوف به صورت معادله بالا است. در الگوی مذکور  همان رشد اقتصاد و به عنوان متغیر وابسته است.  میانگین متغیر رشد اقتصادی و به عنوان عرض از مبدأ الگو و تابعی از رژیم­ها ( ) می­باشد.  قسمت خودرگرسیون الگو و تابعی از رژیم­های معادله چرخشی مارکوف است.  نسبت تغییرات متغیر سیاست مالی (مخارج و یا مالیات) به تولید ناخالص داخلی و متغیر توضیحی مدل و تابعی از رژیم­های الگو است. ضریب برآورد شده برای متغیر مذکور  نشان دهنده ضریب فزاینده سیاست مالی است که تابعی از رژیم­ها است.  جز اخلال الگوی مذکور بوده که واریانس آن تابعی از رژیم­ها است..

 

 

3-3- معرفی الگو­ و متغیرهای مورد استفاده

حال الگوی معرفی شده در قسمت بالا، برای مخارج دولت و مالیات­ها با تفکیک مالیات­ها به انواع آن به صورت زیر تصریح شده و گسترش می­یابد.

                     (11)

 

در معادله بالا  ( ) نشان دهنده مالیات­های مستقیم و  نیز ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم را نشان می­هد.

 (12)         

 

در معادله بالا  ( ) نشان دهنده مالیات­های غیرمستقیم و  نیز ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم را نشان می‌‌دهد.

  (13)               

 

در معادله بالا  ( ) معرف مخارج کل دولت و  نیز ضریب فزاینده مخارج دولت را نشان می­هد.

حال با حضور هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­ها در معادلات شماره 14 و 15 به بررسی ضریب فزاینده سیاست مالی پرداخته می­شود.

 (14)

 (15)

 

3-4- دوره زمانی مورد مطالعه و داده­های مورد استفاده

تمامی داده­های این مطالعه از بانک مرکزی، بانک اطلاعات و سری­های زمانی گردآوری‌شده‌اند. داده­های مورداستفاده در این تحقیق به‌صورت فصلی و در بازه­ی زمانی 1372:1-1397:2 و به قیمت پایه­ی سال 1390 می­باشند و تمامی داده­ها تحقیق با استفاده از روش  که توسط گومز و مراول^[18] ارائه‌شده است، تعدیل فصلی شده­اند.

 

4- نتایج تجربی پژوهش

طبق استراتژی انتخاب مدل بهینه در الگو­های چرخشی مارکوف، ابتدا بایستی وجود رابطه غیرخطی بین متغیرهای الگو بررسی شود که بدین ‌منظور از آزمون نسبت راستنمایی استفاده شده است. نتایج آزمون مذکور، حاکی از آن است که در هر پنج مدل مورد استفاده در تحقیق حاضر رابطه بین متغیرهای مورد استفاده در سطح معناداری پنج درصد غیرخطی است، لذا مدل چرخشی مارکوف جهت بررسی رابطه بین متغیرها نسبت به مدل­های خطی ترجیح داده می­شود[19].

 

1-4- برآورد ضریب فزاینده درآمد مالیات­های مستقیم

مدل ، با سه رژیم و یک وقفه به عنوان مدل بهینه و مناسب برای الگوی شماره 1 انتخاب شد که نتایج حاصل از تخمین مدل مورد نظر در جدول 1 گزارش شده است (جهت اضافه نشدن حجم مقاله از گزارش تمامی نتایج مدل چرخشی مارکوف خودداری شده است و صرفاً نتایج عرض از مبدأ رژیم­ها و ضریب فزاینده سیاست مالی در ادامه آورده می­شود).

 

جدول 1- نتایج تخمین الگوی شماره 1: مالیات مستقیم

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره	ارزش احتمال
عرض از مبدأ رژیم صفر	0301/0-	0068/0	40/4-	000/0
عرض از مبدأ رژیم یک	0178/0	0047/0	79/3	000/0
عرض از مبدأ رژیم دو	0539/0	0147/0	66/3	000/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم صفر	7089/0	1751/0	05/4	000/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم یک	2289/0	0577/0	97/3	000/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم دو	9602/0	5293/0	81/1	073/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

عرض از مبدأ رژیم صفر منفی و مقدار 0301/0- است که نشان دهنده دوره رکود و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی پایین است. رژیم اول با عرض از مبدأ 0178/0 معرف دوره رونق پایین و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی متوسط است و رژیم دوم نیز با مقدار مثبت و بزرگ‌ترین مقدار عرض از مبدأ در بین رژیم­های دیگر با مقدار 0539/0 نشان دهنده رژیم با رونق بالا و یا رژیم با وضعیت رشد اقتصادی بالا در الگوی مورد استفاده است.

نتایج جدول 1 حاکی از آن است که ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم (ضریب متغیر ) در هر سه رژیم رکود، رونق متوسط و رونق بالا مثبت و معنادار است. به نحوی که ضریب فزاینده درآمدهای مالیاتی مستقیم تقریباً در رژیم رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به ترتیب برابر با 70/0، 22/0 و 96/0 درصد است، این بدان معنا است که با افزایش 1 درصدی مالیات­های مستقیم، رشد اقتصادی به ترتیب در رژیم­های رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به میزان 70/0، 22/0 و 96/0 درصد افزایش می­یابد. لذا دو نکته اصلی از نتایج جدول ارائه شده در بالا استنباط می­شود.

 1- ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم در دوره رونق بالا (رژیم 2) بزرگ‌تر از رژیم دوره رکود (رژیم ) است. باوجود اینکه انتظار بر تأثیر منفی مالیات بر رشد اقتصادی است، اما نتیجه مذکور در سایر مطالعات نیز قابل مشاهده است، به طور مثال؛ بااوم و همکاران 2012، برای کشور ژاپن به این نتیجه دست یافتند که ضریب فزاینده شوک مثبت مالیات­ها هم در دوره رکود و هم در دوره رونق مثبت است و مقدار آن در دوره رونق بزرگ‌تر از دوره رکود است و یا محققین مذکور برای کشور انگلستان نیز به نتیجه مشابهی دست یافتند و نشان دادند که ضریب فزاینده مالیات­ها در دوره رکود مثبت و در دوره رونق صفر است. قابل ذکر است که تأثیر مثبت مالیات بر تولید و رشد اقتصادی ایران در مطالعات ابونوری و زیوری مسعود 1393 (با افزایش یک درصدی مالیات­ها در اقتصاد ایران، رشد اقتصادی 05/0 درصد افزایش می­یابد)، رحمانی و همکاران  1397 (در رژیم تورمی پایین افزایش مالیات­های مستقیم تأثیر مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی ایران دارد)، چهرقانی و زراءنژاد 1398 (مالیات بر ارزش افزوده از نرخ 3 تا 20 درصد تأثیر مثبت بر رشد اقتصادی دارد) حسین­پور و همکاران 1398 (ضریب فزاینده تجمعی و یا ضریب فزاینده بلندمدت برای مخارج دولت، مالیات و پرداخت­های انتقالی به ترتیب برابر 035/0، 08/0 و 06/0 به دست آوردند) نیز قابل‌مشاهده است. 2- ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم در هر  سه رژیم مثبت و معنادار است. نکته جالب توجه تأثیر مثبت و معنادار مالیات مستقیم در تمامی رژیم‌ها می‌باشد. این موضوع می­تواند ناشی از مستقیم بودن این نوع مالیات و برداشت خودکار از حساب‌های اشخاص حقیقی و حقوقی باشد. به عبارت بهتر، این نوع مالیات به میزان کمتری با هزینه‌های تولیدی در ارتباط است به همین دلیل به نظر می‌رسد این نوع مالیات و رشد آن نسبت به سایر مالیات‌ها از ریسک تولیدی کمتری برخوردار باشد و به همین دلیل، می‌تواند ابزار مناسبی برای دولت در شرایط رکودی باشد[20].

 

2-4- برآورد ضریب فزاینده درآمد مالیات­های غیرمستقیم

براساس استراتژی انتخاب مدل بهینه مدل ، با سه رژیم و یک وقفه به عنوان مدل بهینه و مناسب برای الگوی شماره 2 انتخاب شد.

عرض از مبدأ رژیم صفر مثبت و مقدار 006/0 است که نشان دهنده دوره رونق متوسط و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی مثبت کوچک است. رژیم اول با عرض از مبدأ 018/0- معرف دوره رکود و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی منفی است و رژیم دوم نیز با مقدار مثبت و بزرگ‌ترین مقدار عرض از مبدأ در بین رژیم­های دیگر با مقدار 0175/0 نشان دهنده رژیم با رونق بالا و یا رژیم با وضعیت رشد اقتصادی بالا در الگوی تخمین زده شده است.

 

 

جدول 2- نتایج تخمین الگوی شماره 2: مالیات غیرمستقیم

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره	ارزش احتمال
عرض از مبدأ رژیم صفر	006/0	0106/0	589/0	558/0
عرض از مبدأ رژیم یک	018/0-	0015/0	2/12-	000/0
عرض از مبدأ رژیم دو	0175/0	0032/0	39/5	000/0
ضریب فزاینده مالیات غیرمستقیم در رژیم صفر	076/0	035/0	13/2	036/0
ضریب فزاینده مالیات غیرمستقیم در رژیم یک	184/0	004/0	17/45	000/0
ضریب فزاینده مالیات غیرمستقیم در رژیم دو	0766/0-	022/0	13/3-	001/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در هر دو رژیم رکود، رونق متوسط مثبت و معنادار است، اما در رژیم رونق بالا، منفی و معنادار است. به نحوی که ضریب فزاینده تقریباً در رژیم رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به ترتیب برابر با 076/0، 184/0 و 076/0- درصد است، این بدان معنا است که با افزایش 1 درصدی مالیات­های غیرمستقیم، رشد اقتصادی به ترتیب در رژیم­های رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به میزان 076/0، 184/0 و 076/0- درصد تغییر می­کند. لذا دو نکته اصلی از نتایج جدول ارائه شده در بالا استنباط می­شود.

 1- ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در دوره رونق متوسط (رژیم ) بزرگ‌تر از رژیم رکود (رژیم ) است. 2- ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در دو رژیم رکود و رونق متوسط مثبت و در رژیم رونق بالا منفی و معنادار است. تأثیر منفی مالیات­های غیرمستقیم در دوره رونق از این موضوع نشاءت می­گیرد که در شرایطی که رشد اقتصادی بالاست، رشد مالیات­های غیرمستقیم  (بالأخص مصرف و فروش) به عنوان یک عامل بازدارنده در دو سمت عرضه و تقاضای اقتصاد عمل می‌کند و با افزایش هزینه‌های تولیدی و مصرفی بنگاه­ها و خانوارها و کاهش حاشیه سود بنگاه‌ها و هم‌چنین، کاهش درآمدهای قابل‌تصرف خانوارها بر تولید ناخالص داخلی تأثیر منفی بگذارد. اما نکته جالب توجه تأثیر مثبت و معنادار مالیات غیرمستقیم بر رشد اقتصادی در شرایط رکود می‌باشد؛ زیرا در شرایط رکودی که بدهی دولت به پیمانکاران و سایر بخش‌های وابسته به خود است، رشد درآمدهای مالیاتی ناشی از این ناحیه می‌تواند بخشی از بدهی­های دولت را کاهش دهد و از این طریق بهبود بودجه در بهبود رشد اقتصادی سهیم باشد.

 

3-4- برآورد ضریب فزاینده مخارج دولت

براساس استراتژی انتخاب مدل بهینه مدل ، با سه رژیم و سه وقفه به عنوان مدل بهینه و مناسب برای الگوی شماره 3 انتخاب شد. با توجه به نتایج جدول 3 عرض از مبدأ رژیم صفر منفی و مقدار 0383/0- است که نشان دهنده دوره رکود و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی پایین است. رژیم اول با عرض از مبدأ 0115/0 معرف دوره رونق پایین و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی متوسط است و رژیم دوم نیز با مقدار مثبت و بزرگ‌ترین مقدار عرض از مبدأ در بین رژیم­های دیگر با مقدار 0527/0 نشان دهنده رژیم با رونق بالا و یا رژیم با وضعیت رشد اقتصادی بالا در الگوی مورد استفاده است.

 

جدول 3- نتایج تخمین الگوی شماره 3: مخارج دولت

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره	ارزش احتمال
عرض از مبدأ رژیم صفر	0383/0-	35/4-	0088/0	000/0
عرض از مبدأ رژیم یک	0115/0	06/3	0037/0	003/0
عرض از مبدأ رژیم دو	0527/0	43/5	0097/0	000/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم صفر	0458/1	92/1	5461/0	059/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم یک	6860/0	26/4	1610/0	000/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم دو	7221/0	34/1	5402/0	185/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

ضریب فزاینده مخارج دولت در هر سه رژیم رکود، رونق متوسط و رونق بالا مثبت است. به نحوی که ضریب فزاینده در رژیم رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به ترتیب تقریباً برابر با 1، 7/0 و 72/0 درصد است، این بدان معنا است که با افزایش 1 درصدی مخارج دولت، رشد اقتصادی به ترتیب در رژیم­های رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به میزان 1، 7/0 و 72/0 درصد افزایش می­یابد. لذا دو نکته اصلی از نتایج جدول ارائه شده در بالا استنباط می­شود.

1- ضریب فزاینده مخارج دولت در دوره رکود بزرگ‌تر از رژیم رونق است. 2- ضریب فزاینده مخارج دولت در هر  سه رژیم مثبت است. نتیجه مذکور در بسیاری از مطالعات داخلی و خارجی حاصل شده است (به طور مثال خداویسی و عزتی 1398 نشان دادند که در اقتصاد ایران ضریب فزاینده مخارج دولت در دوره رکود بزرگ‌تر از دوره رونق است، همچنین صمیمی و همکاران 1392 نیز نشان دادند که در بلندمدت ضریب فزاینده مخارج دولت در اقتصاد ایران بزرگ‌تر از یک است). 2- تأثیر مثبت مخارج دولت بر تولید ناخالص داخلی از اثرگذاری تقاضای کل از مخارج دولت نشاءت می­گیرد. به نحوی که با افزایش مخارج دولت، مصرف، سرمایه­گذاری و به‌تبع آن‌ها تقاضا و تولید نیز افزایش می­یابد. اما بزرگ­تر بودن ضریب فزاینده مخارج دولت در دوره رکود نسبت به دوره رونق به ضعیف بودن اثر جایگزینی در دوره رکود نسبت به دوره رونق، بزرگ­تر شدن میل نهایی به واردات در دوره رونق نسبت به دوره رکود برمی­گردد.

 

4-4- برآورد ضریب فزاینده بسته سیاست مالی دولت حاوی مخارج دولت و مالیات مستقیم

براساس استراتژی انتخاب مدل بهینه مدل ، با سه رژیم و دو وقفه به عنوان مدل بهینه و مناسب برای الگوی شماره 4 انتخاب شد.

عرض از مبدأ رژیم صفر منفی و مقدار 036/0- است که نشان دهنده دوره رکود و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی پایین است. رژیم اول با عرض از مبدأ 014/0 معرف دوره رونق پایین و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی متوسط است و رژیم دوم نیز با مقدار مثبت و بزرگ‌ترین مقدار عرض از مبدأ در بین رژیم­های دیگر با مقدار 052/0 نشان دهنده رژیم با رونق بالا و یا رژیم با وضعیت رشد اقتصادی بالا در الگوی مورد استفاده است.

 

جدول 4- نتایج تخمین بسته سیاست مالی دولت حاوی مخارج دولت و مالیات مستقیم

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره	ارزش احتمال
عرض از مبدأ رژیم صفر	0368/0-	0044/0	35/8-	000/0
عرض از مبدأ رژیم یک	0149/0	0038/0	85/3	000/0
عرض از مبدأ رژیم دو	0523/0	0111/0	71/4	000/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم صفر	7280/0	2281/0	19/3	002/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم یک	2284/0	0781/0	92/2	004/0
ضریب فزاینده مالیات مستقیم در رژیم دو	8629/0	3810/0	27/2	026/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم صفر	0262/0-	4720/0	0557/0-	956/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم یک	4341/0	2633/0	65/1	103/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم دو	4659/0	6906/0	675/0	502/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم در هر سه رژیم رکود، رونق متوسط و رونق بالا مثبت و معنادار است. به نحوی که ضریب فزاینده تقریباً در رژیم رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به ترتیب برابر با 72/0، 22/0 و 86/0 درصد است، این بدان معنا است که با افزایش 1 درصدی مالیات­های مستقیم، رشد اقتصادی به ترتیب در رژیم­های رکودی، رونق متوسط و رونق بالا به میزان 72/0، 22/0 و 86/0 درصد افزایش می­یابد. اما ضریب فزاینده مخارج دولت در هر سه رژیم غیرمعنادار است، این بدان معنا است که اعمال یک سیاست هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های مستقیم شدیداً از اثرگذاری مخارج دولت می­کاهد. لذا سه نکته اصلی از نتایج جدول ارائه شده در بالا استنباط می­شود.

 1- ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم در دوره رونق بالا (رژیم 2) بزرگ‌تر از رژیم دوره رکود (رژیم ) است. 2- ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم در هر سه رژیم مثبت و معنادار است. 3- وجود هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های مستقیم منجر به خنثی شدن و بی‌تأثیر شدن اثر مخارج دولت بر رشد اقتصادی می­شود.

 

 

 

5-4- برآورد ضریب فزاینده بسته سیاستی دولت حاوی مخارج دولت و مالیات غیرمستقیم

براساس استراتژی انتخاب مدل بهینه الگوی ، با دو رژیم و یک وقفه به عنوان مدل بهینه و مناسب برای الگوی شماره 5 انتخاب شد

عرض از مبدأ رژیم صفر منفی و مقدار 0068/0- است که نشان دهنده دوره رکود و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی پایین است. رژیم اول با عرض از مبدأ 0139/0 معرف دوره رونق و یا وضعیت رژیم با رشد اقتصادی مثبت است.

 

جدول 5- نتایج تخمین بسته سیاست مالی دولت حاوی مخارج دولت و مالیات غیرمستقیم

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره	ارزش احتمال
عرض از مبدأ رژیم صفر	0068/0-	0019/0	46/3-	001/0
عرض از مبدأ رژیم یک	0139/0	0049/0	79/2	007/0
ضریب فزاینده مالیات غیرمستقیم در رژیم صفر	118/0	0179/0	60/6	000/0
ضریب فزاینده مالیات غیرمستقیم در رژیم یک	022/0-	021/0	05/1-	297/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم صفر	592/0	184/0	21/3	002/0
ضریب فزاینده مخارج دولت در رژیم یک	477/0	291/0	64/1	297/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در رژیم رکود مثبت و معنادار و در رژیم رونق منفی و غیرمعنادار است. به نحوی که ضریب فزاینده در رژیم رکودی و رونق تقریباً به ترتیب برابر با 11/ و 02/0- درصد است، این بدان معنا است که با افزایش 1 درصدی مالیات­های غیرمستقیم، رشد اقتصادی به ترتیب در رژیم­های رکود و رونق به میزان 11/0 و 02/0 درصد افزایش و کاهش می­یابد. همچنین ضریب فزاینده مخارج دولت در دو رژیم مثبت و معنادار است. لذا سه نکته اصلی از نتایج جدول ارائه شده در بالا استنباط می­شود.

 1- قدرمطلق ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در دوره رکود بزرگ‌تر از رژیم رونق است. 2- ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم در رژیم رکود مثبت و در دوره رونق مثبت است. 3- وجود هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های غیرمستقیم در یک الگو از اثرگذاری مخارج دولت می­کاهد، اما همچنان ضریب فزاینده مخارج دولت بزرگ‌تر از ضریب فزاینده مالیات­های غیرمستقیم است.

 

5- نتیجه­گیری

جدول 6 خلاصه نتایج حاصل از برآورد الگوهای شماره 1 تا 3 است. خلاصه نتایج ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران حاکی از آن است که مالیات­های غیرمستقیم در تحریک رشد اقتصادی نسبت به مالیات­های مستقیم در اثرگذاری بر رشد اقتصادی ضعیف­تر عمل می­کنند و از سویی میزان اثرگذاری این ابزار در دوره رکود بزرگ‌تر از دوره رونق است. از سویی ضریب فزاینده مخارج دولت در هر دو رژیم رکود و رونق متوسط مثبت و معنادار است اما در رژیم رونق بالا اثر آن غیرمعنادار است و مقدار آن در دوره رکود، رونق پایین و رونق بالا به ترتیب برابر با 04/1، 68/0 و 72/0 است. این موضوع حاکی از آن است که مخارج دولت ابزار قدرتمندی در تحریک تولید بالأخص در دوره رکود و رونق پایین است. لذا در یک جمع‌بندی کلی در دوره رکود مخارج دولت به عنوان یک ابزار قدرتمند در تحرک تولید نسبت به مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم است. همچنین مالیات­های مستقیم نسبت به مالیات­های غیرمستقیم، رشد اقتصادی را به میزان بزرگ‌تری تحت تأثیر قرار می­دهند. لذا در بین سه ابزار سیاست مالی در دوره رکود، مخارج دولت اثرگذارتر است و در دوره رونق مالیات­های مستقیم در اثرگذاری بر رشد اقتصادی بهتر عمل می­کند.

 

جدول 6- خلاصه نتایج ضریب فزاینده مالیات­های مستقیم، غیرمستقیم و مخارج دولت

نتیجه	رونق بالا	رونق متوسط	رکود	سیاست مالی
رونق بالا  رکود	96/0 معنادار	228/0 معنادار	708/0 معنادار	مالیات مستقیم
رونق  رکود	076/0- غیرمعنادار	076/0 معنادار	184/0 معنادار	مالیات غیرمستقیم
رونق  رکود	72/0 غیرمعنادار	68/0 معنادار	04/1 معنادار	مخارج دولت

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

در الگوی شماره 4، به بررسی بسته سیاست مالی دولت با حضور هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های مستقیم بر رشد اقتصادی پرداخته شد. حضور هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های مستقیم در الگو منجر به غیرمعنادار شدن ضریب فزاینده سیاست مخارج دولت در هر سه رژیم شد. به نحوی که تفاوت چندانی در ضرایب مالیات­های مستقیم ایجاد نشد. لذا استفاده از یک چنین بسته­ای جهت تحریک تولید توصیه نمی­شود، زیرا مخارج دولت هیچ تأثیری بر رشد اقتصادی نداشته و به احتمال زیاد اثرات تورمی شدیدی نیز ایجاد کند. از سویی در الگوی شماره 5 نیز به بررسی بسته سیاست مالی دولت با حضور هم‌زمان مخارج دولت و مالیات­های غیرمستقیم بر رشد اقتصادی پرداخته شد. طبق جدول مذکور اثر هر دو ابزار سیاست مالی در دوره رکود مثبت و معنادار، اما در دوره رونق غیرمعنادار است. لذا استفاده از یک چنین بسته­ای صرفاً در دوره رکود توصیه می­شود. از سویی استفاده از بسته سیاست مالی دولت حاوی مخارج و مالیات­های غیرمستقیم نسبت به بسته­ای که شامل مخارج و مالیات­های مستقیم است ترجیح داده می­شود و یک چنین سیاستی نیز صرفاً در دوره رکود. توصیه می­شود.

در یک جمع­بندی کلی باید عنوان کرد که سیاست‌گذار اقتصادی به هنگام اجرای سیاست مالی نیز بایستی اثرات جایگزینی جبری را در نظر بگیرد و با کاهش نرخ بهره، اثر جایگزینی جبری را خنثی کرده تا ابزارهای سیاست مالی به‌موقع و قوی­تر بر تولید اثر بگذارند. همچنین استفاده درست و به‌موقع از ابزارهای سیاست مالی نکته­ای است که سیاست­گذار مالی بایستی دقت کافی بر آن داشته باشد و ابزار­های مناسب بایستی در زمان مناسب (با توجه به نوع اثرگذاری ابزارها در دوره­های رکود و رونق) استفاده شوند. به نحوی که مخارج دولت به عنوان قوی­ترین ابزار سیاست مالی در دوره رکود است، اما در دوره رونق این ابزار در تحریک تولید خنثی است. بنابراین در یک جمع‌‌بندی کلی، می‌‌توان عنوان کرد چنانچه سیاست‌گذار سیاست مالی به دنبال افزایش رشد اقتصادی با توسل به مخارج دولت و مالیات است، باید شرایط اقتصادی را از لحاظ وضعیت رکود و یا رونق در نظر بگیرد و از استفاده همزمان مخارج دولت و مالیات مستقیم خودداری کند. لذا، دسترسی به نتیجه مطلوب حاصل از اجرای سیاست مالی بدون در نظر گرفتن شرایط اقتصادی و هماهنگی مخارج دولت و مالیات­ها مسیر نخواهد بود.

 

جدول 7- خلاصه نتایج ضریب فزاینده بسته سیاست دولت حاوی مخارج و مالیات

نتیجه	ضریب فزاینده دوره رونق بالا	ضریب فزاینده دوره رونق متوسط	ضریب فزاینده دوره حالت رکود	سیاست مالی	نوع بسته سیاست مالی
رونق  رکود	86/0 معنادار	228/0 معنادار	728/0 معنادار	مالیات مستقیم	ترکیب سیاست مخارج دولت و مالیات مستقیم
غیرمعنادار	46/0 غیرمعنادار	43/0 غیرمعنادار	02/0- غیرمعنادار	مخارج دولت
رونق  رکود	022/0غیرمعنادار	-	118/0 معنادار	مالیات غیرمستقیم	ترکیب سیاست مخارج دولت و مالیات غیرمستقیم
رونق  رکود	477/0غیرمعنادار	-	592/0 معنادار	مخارج دولت

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

[1] گروه مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران. [e-mail]

[2] گروه مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران(نویسنده و مسئول): [e-mail]

[3] گروه مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران. [e-mail]

[4] Çebi, 2017.

[5] Gunter et al 2021.

[6] Hory 2015.

[7] Gechert & Mentges 2018.

[8] مطالب این قسمت از مطالعات پالی 2009، چارلز و همکاران 2015 و خداویسی و عزتی 1398 تلخیص شده است.

[9] Bussière et al.

[10] Baum et al.

[11] Arin et al. 2015

[12] Baranowski et al 2016.

[13] Bilosi 2017

[14] Beyer and Milivojevic 2020

[15] Debuque-Gonzales 2021

 [16] Clements &  Krolzig

 [17] Cologni & Manera

[18] Gomez & Maravall 1997

[19]  جهت اضافه نشدن حجم مقاله از گزارش نتایج آزمون غیرخطی برای هر پنج مدل خودداری شده است.

[20]  جهت اضافه نشدن حجم مقاله از گزارش نتایج آزمون­های تشخیصی در مقاله حاضر خودداری شده است. اما نتایج آزمون­های عدم وجود خودهمبستگی، همسانی و نرمال بودن اجزاء اخلال حاکی از آن است که در هر پنج مدل تخمین زده شده در سطح معناداری پنج درصد اجزاء اخلال به صورت نرمال توزیع شده­اند و مشکلات خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس را نیز ندارند.

مراجع

فهرست منابع

• ابونوری، عباسعلی، زیوری مسعود، سمیه (1393) تأثیر درآمدهای مالیاتی بر رشد اقتصادی و توزیع درآمد، پژوهشنامه مالیات، 22(24)، صص 63-85.
• ایزدخواستی، حجت، عرب مازار، عباس (1395)، تحلیل اثرات سیاست‌های مالی و مالیاتی کارآمد بر سرمایه‌گذاری خصوصی در ایران: با تأکید بر مالیات بر درآمد شرکت‌ها و بی‌انضباطی مالی دولت، پژوهشنامه مالیات. ،۲۴ (۳۲) ، ۱۱-۳۴.
• جعفری صمیمی احمد، میلا علمی زهرا، زروکی، شهریار (1392)، بررسی اثربخشی ابزارهای سیاست مالی دولت در استان ها با داده های ترکیبی پویا و روش سیستمی، تحقیقات اقتصادی، 48(1)، صص 61-79.
• چهرقانی، احمد، زراء نژاد، منصور (1398)، بررسی تأثیر مالیات بر ارزش افزوده بر رشد اقتصادی ایران با استفاده از الگوی تعادل عمومی قابل محاسبه (CGE)، پژوهش های رشد و توسعه اقتصادی, 9(36 ), صص 109-128.
• حسین پور، مهناز، هژبر کیانی، کامبیز، زندی، فاطمه، دهقانی، علی، سعیدی، خلیل (1398)، برآورد ضرایب فزاینده مالی ایران در مقایسه تطبیقی با کشورهای منتخب منا، اقتصاد مالی، 13(48)، صص 111-146.
• حیدری، حسن، سعیدپور، لسیان (1394). تجزیه و تحلیل تأثیر شوک‌های سیاست مالی و ضرایب فزاینده مالی اقتصاد ایران در چارچوب مدل کینزین‌های جدید، فصلنامه علمی پژوهش‌های رشد و توسعه اقتصادی، 5(20)، صص 61-78.
• خداویسی، حسن، عزتی شورگلی، احمد (1398)، برآورد ضریب فزاینده سیاست مالی در اقتصاد ایران: کاربردی از مدل‌های خودرگرسیون برداری ساختاری و مارکوف سوئیچینگ، پژوهش های رشد و توسعه پایدار (پژوهش های اقتصادی)، ۱۹ (۴)، صص ۷۷-۱۱۰.
• رحمانی، تیمور، مهرآرا، محسن، مهاجرانی راد، یوسف (1397)، واکاوی تاثیر مالیات‌های مستقیم بر تغییرات تولید در محیط‌های تورمی گوناگون، پژوهشنامه اقتصاد کلان، 13(25)، صص 93-105.
• صمدی، علی حسین، اوجی مهر، سکینه (1390). ارزیابی ماهیت سیاست مالی و بررسی خاصیت رفتار ادواری آن: مورد ایران (1353-1386)، دوفصلنامه جستارهای اقتصادی، 8(16)، 49-75.
• صمدی، علی حسین، اوجی مهر، سکینه (1393)، بررسی اثرات غیر خطی سیاست مالی بر مصرف خصوصی ایران در یک الگوی چرخش مارکوف با احتمال انتقال متغیر با زمان. فصلنامه برنامه ریزی و بودجه، ۱۹ (۲)، ۱۳۳-۱۵۰.
• عزتی شورگلی، احمد، احمدی، تیرداد، صحرایی، پریسا، رحیمی، رامین (1400)، بررسی اثربخشی مخارج دولت و مالیات طی ادوار تجاری: کاربرد مدل خودرگرسیون برداری آستانه‌ای. پژوهشنامه مالیات، ۲۹ (۵۰) ، صص ۲۷-۵۳.
• عزتی شورگلی، احمد، صحرایی، پریسا (1397)، نقش اعتبارات بانکی در اثرگذاری سیاست مالی: کاربرد الگوی ، پژوهش های پولی بانکی, 11(38 ), صص 535-564.
• کازرونی، سیدعلیرضا، رضازاده، علی، محمدپور، سیاوش (1390)، اثرات نامتقارن نوسان های نرخ واقعی ارز بر صادرات غیرنفتی ایران رویکرد غیرخطی مارکوف - سوئیچینگ. تحقیقات مدل سازی اقتصادی، 2(5), صص 153-178.
• مکیان، سید نظام الدین، توکلیان، حسین، نجفی فرا شاه، سید محمد صالح. (1398)، بررسی اثر شوک مالیات‌های مستقیم بر تولید ناخالص داخلی و تورم در ایران در چارچوب یک مدل تعادل عمومی پویای تصادفی، اقتصاد مالی، 13(49)، 1-46.
• مهدی زاده، مریم، موسوی جهرمی، یگانه، غلامی، الهام، سرلک، احمد (1397)، برآورد ضریب فزاینده مالی در ایران با تاکید بر نحوه خرج کرد درآمدهای نفتی، اقتصاد مالی، 12(43)، 21-48.